中国城镇非正规经济与城镇化发展的倒U型关系

黄耿志; 张虹鸥; 薛德升; 姚华松

doi:10.15957/j.cnki.jjdl.2019.11.010

经济地理 >

2019 , Vol. 39 >Issue 11: 76 - 83

DOI: https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2019.11.010

城市地理与新型城镇化

中国城镇非正规经济与城镇化发展的倒U型关系

黄耿志 ^,¹^,² ,
张虹鸥 ³ ,
薛德升 ^,^※^,¹^,² ,
姚华松 ⁴

展开

1.中山大学城市与区域研究中心，中国广东广州 510275
2.广东省城市化与地理环境空间模拟重点实验室，中国广东广州 510275
3.广州地理研究所，中国广东广州 510070
4.广州大学广州发展研究院，中国广东广州 510405

※薛德升（1969—），男，山西祁县人，博士，教授。主要研究方向为城市地理。E-mail：eesxds@mail.sysu.edu.cn。

黄耿志（1986—），男，广东汕尾人，博士，副教授。主要研究方向为城市地理、劳动力地理及非正规经济。E-mail：hgzhi3@mail.sysu.edu.cn。

收稿日期: 2019-03-17

修回日期: 2019-06-03

网络出版日期: 2025-04-17

基金资助

国家自然科学基金项目(41771137)

国家自然科学基金项目(41930646)

广东省科学院百名青年人才培养计划项目(2019GDASYL-0104004)

收起

The Inverted-U Relationship between Urban Informal Economy and Urbanization in China

HUANG Gengzhi ^,¹^,² ,
ZHANG Hongou ³ ,
XUE Desheng ^,^※^,¹^,² ,
YAO Huasong ⁴

Expand

1. Center for Urban and Regional Studies，Sun Yat-sen University，Guangzhou 510275，Guangdong，China
2. Guangdong Key Laboratory for Urbanization and Geo-simulation，Guangzhou 510275，Guangdong，China
3. Guangzhou Institute of Geography，Guangzhou 510070，Guangdong，China
4. Guangzhou Development Research Institute，Guangzhou University，Guangzhou 510405，Guangdong，China

Received date: 2019-03-17

Revised date: 2019-06-03

Online published: 2025-04-17

Fold

摘要

非正规经济已成为21世纪世界城镇化发展中最引人注目的现象之一。基于人口普查数据和面板数据回归模型，文章从经济和就业两方面揭示了中国城镇非正规经济与城镇化之间存在倒U型关系，发现不同城镇化发展阶段下非正规经济的作用不同。在城镇化初级阶段，非正规经济在经济系统的份额随城镇化发展而不断上升；城镇化发展至某一水平后，伴随经济结构转变和全球竞争力增强，非正规经济扩张速度减缓，在经济系统的比重出现下降。这表明非正规经济对于不同发展阶段的区域城市化发挥不同程度的作用，相关政策应对应有所不同。尽管非正规经济/就业在经济/就业系统的份额趋于降低，但不能认为它会完全消失，新的经济模式可能产生新的非正规经济来源。呼吁对非正规经济与城镇化、工业化和全球化的关系开展更多研究。

关键词： 非正规经济; 非正规就业; 隐性就业; 经济贡献; 城镇化; 创新驱动发展

本文引用格式

黄耿志 , 张虹鸥 , 薛德升 , 姚华松 . 中国城镇非正规经济与城镇化发展的倒U型关系[J]. 经济地理, 2019 , 39(11) : 76 -83 . DOI: 10.15957/j.cnki.jjdl.2019.11.010

Abstract

The informal economy has become one of the most remarkable phenomena in the 21st century’s world urbanization. Great attention has been paid to the development dynamics of informal economy and its roles in urbanization in current literature. This paper reveals the inverted-U relationship between urban informal economy/employment and urbanization in China by using the data based on population census and the method of panel regression. It mainly argues that the role of urban informal economy/employment differs in different levels of urbanization. In general, the share of urban informal economy/employment is likely to grow with the urbanization level in the initial stage of urbanization, while it is likely to decline when urbanization reaches a certain high level. This implies that relevant policy responses should take into consideration the different roles informal economy plays in urbanization in the regions at different developmental stages. Although the share of urban informal economy/employment is likely to decline, informal economic activities would not disappear as new source of informality might be generated by new economic production modes. The paper thus calls for more research on the relationship between informal economies and urbanization, industrialization and globalization.

Key words： informal economy; informal employment; unregistered employment; economic contribution; urbanization; innovation-driven development

1970年代以来，非正规经济的发现更新了人们对发展中国家城镇化的认识。早期西方学者认为，发展中国家城镇化的特点是假城镇化，即工业化发展远不足以吸收庞大的农村剩余劳动力，城镇化与工业化的不协调导致大量无业流民阶级在城市产生，最终将导致社会动乱^[1]。然而，假城镇化预期的后果在许多发展中国家并没有发生。其主要原因在于，这些国家的大部分农村剩余劳动力虽然未能在城市现代部门就业，但从政府管制以外的各种各样的非正规经济活动中获取了收入^[2-3]。因此，所谓无业流民其实是一个庞大的隐性就业群体。该群体的全球规模已达到18亿人，占世界30亿经济活动人口的60%^[4]。庞大的非正规就业使得基于政府统计数据分析得到的结果无法完全准确反映经济、就业和城镇化之间的关系，因为它忽视了非正规经济的影响。

地理学者对城镇化与经济发展、土地利用、生态环境等要素的关系开展了许多研究^[5⇓-7]，但关于城镇化与非正规经济之间的关系鲜有关注。现有研究关注经济增长、工业化、全球化等对中国城镇化的推动作用，取得了丰富而系统的研究成果，揭示了乡镇企业、民营经济、外商投资等自下而上的经济因素与国家政策、地方政府等自上而下的制度因素对城镇化的推动作用，奠定了中国城镇化动力理论的基础^[8⇓⇓-11]。但城镇化动力经济系统实际上也包含着庞大的非正规经济力量，它与正规部门、乡镇企业和农业部门构成了中国经济的四元结构^[12]，对中国经济增长、就业增加和贫困减少具有促进作用^[13⇓-15]。黄耿志等沿着经济增长与城镇化的关系思路，区别了正规经济和非正规经济，揭示了非正规就业对中国城镇化的推动作用，发现非正规就业每增长1%，城镇化水平提高0.1%^[16]。这些研究对认识城镇化的动力具有重要的补充意义，但同时提出的问题是，非正规经济的影响与城镇化发展阶段存在什么关系?前者随后者而不断增长抑或趋于下降?解答这个问题有助于认识非正规经济的发展态势及其对城镇化的意义。

1 非正规经济、发展与城镇化

非正规经济的发展态势和规律一直是国际学界争论的焦点。二元主义经济理论认为，非正规部门是传统经济的残余，是落后、贫困、就业机会匮乏的象征，是工业化早期阶段正规部门无法完全吸收乡—城转移劳动力的暂时性结果^[17-18]；随着资本主义工业的扩张和经济现代化发展，非正规部门终将被正规经济吸纳而消失^[19]。依据该理论，非正规经济的规模和贡献将随城镇化水平的增长而降低，城镇化被视为正规经济扩大、非正规经济缩小的过程。政府应当采取扩大现代经济发展的宏观政策，通过增加正规就业机会来吸纳非正规劳动力。

然而，过去30多年许多发展中国家发生的非正规经济与城镇化并行增长的现实使二元主义受到质疑和批评，促进了其他理论学派的发展，它们从不同视角对非正规经济的增长做出解释。新马克思主义学派认为，非正规经济是全球化下资本主义经济重构的产物，它与正规经济存在紧密的结构性联系^[20-21]，因而非正规经济可能随正规经济的发展而迅速扩张。例如，在经济全球化背景下，经济竞争日趋激烈，企业为了降低成本而选择非正规的劳动雇佣方式以避开劳动管制，或者将生产任务分包给小规模的非正规工厂，导致非正规经济和就业增长。新马克思主义关注经济全球化下非正规经济如何内生于资本主义积累模式的重构，认为对非正规经济发展态势的理解需要将其置于与资本主义正规经济的关系中考察。

新自由主义学派关注政府管制的影响，认为现代化过程中日益强化的政府管制是促使非正规经济扩张的根本原因^[22]。繁琐的工商登记、高企的税收和行政收费等制度成本形成了正规化的壁垒，迫使经济主体不得不转向非正规经济。非正规经济因此被视为市场力量的体现和市场经济繁荣的表征。该学派还从比较优势的视角解释正规经济与非正规经济的共存，认为劳动者择业是以个人效用最大化为目标，工作报酬只是效用的一部分；劳动者选择非正规工作是因为能够获得比较优势，如工作时间更灵活，自主性更强，实现创业愿望，逃避税收与社会保障缴款等^[23-24]。从这个侧面看，非正规经济与正规经济是同步增长的关系。

另一个可被称为集聚经济视角的观点，关注城镇化进程与正规（大型）企业、非正规（小型）企业区位之间的关系，认为：城镇化发展导致的密度增长、土地成本上升、城市设施供给等问题使大型企业倾向于迁移至低密度、低成本的郊区，因为它们需要更大面积的土地和稳定的能源供给；相比之下，小型企业更倾向于留在城市中心区，享受地理临近、高密度带来的集聚经济效益，同时技术发展也使小规模经济比以前更易于生存^[25]。依此观点，随着城镇化的发展，非正规经济倾向于持续存在和增长。

可见，关于非正规经济与发展、城镇化的关系存在不同理解，但这并不意味这些理论是替代性的关系。争论的存在表明，非正规经济与城镇化之间存在复杂的张力关系，即在城镇化进程中，同时存在导致非正规经济缩小和增长的因素，它们在不同历史和地理背景下影响着非正规经济与城镇化的关系。据此，Elgin等考察了世界范围内非正规经济与城镇化的关系，发现非正规经济与城镇化呈现倒U型的曲线关系^[26]。在城镇化初期阶段，农村劳动力大量向城市工业部门转移，但由于城市正规就业不足，许多农村劳动力进入非正规部门，导致非正规就业迅速扩张。随着城镇化和工业化发展，正规（现代）就业得到快速增长，逐渐吸纳部分非正规经济，非正规就业增长变慢，在城市经济系统中的贡献趋于下降。同时，现代技术使农业收入增长，向城市转移的农村劳动力规模出现下降，进入非正规就业部门的劳动力逐渐减少，从而减缓了非正规经济的增长。简言之，非正规经济与城镇化不是线性的正相关或负相关关系，而呈现倒U型的库茨涅兹曲线关系。由于非正规经济是经济、制度、社会等因素耦合的产物^[2,27]，它与城镇化的关系需要在国家或区域层面予以考察。国家间不同的工业化特征和历史影响着非正规经济的发展及与城镇化的关系。基于以上理论，本文旨在检验中国非正规经济与城镇化的关系，并对影响该关系的因素展开分析，以期完善认识中国非正规经济的发展态势及其对城镇化的意义。

2 研究方法

2.1 概念界定

非正规经济指不完全受政府管制的一切收入获取活动^[28]。由于非正规经济具有广泛的外延，且在不同国家具有不同的类型和结构，对它的准确测量极其困难。出于研究的需要，一般根据所在国家的统计体系和研究目的来建立估计方案。值得注意的是非正规经济和非法经济的区别，前者的生产过程是违法的，但产品是合法的，而后者无论其生产过程如何，其产品一定是非法的^[29]。为了推进研究工作，国际劳工组织（ILO）从法人性质、雇工数量、是否进行会计核算、是否注册登记等4个标准提出了非正规就业的操作性定义^[30]。根据这些标准，可判定中国城镇非正规就业主要由个体就业和未纳入统计的就业两部分组成，同时包括私营企业中未签订劳动合同的就业。由于未签订劳动合同的私营就业难以测量，一般做法是将私营就业剔除，即非正规就业等于个体就业和未被统计的就业之和。虽然有学者直接取私营就业的50%为非正规就业^[31]，但缺乏依据，而且随着劳动合同法的实施，劳动合同签订率越来越高，私营就业中的非正规就业将越来越小。也有学者利用私营企业调查数据获得未签订劳动合同率来估算全国非正规就业^[16]，但该调查数据无法用于省域尺度的估算。综合以上，本文采用常用口径，将非正规就业（IE）界定为个体就业（IE₁）和未被统计的隐性就业（IE₂）之和^①。其中，未被统计的就业指未被常规统计系统（统计年鉴）覆盖的隐性就业，如流动摊贩、三轮车夫、搬运工以及各类日结工和临时工等，可通过人口普查中的就业数据来推算。受数据限制，本文选取人口普查期2000和2010年两个时段进行面板数据回归^②。

2.2 模型和数据

根据Elgin等研究^[26]，并考虑到时间序列只有两个年份的情况，采用个体固定效应面板回归模型，即解释变量对被解释变量的影响效果不受时间变化但受截面因素影响。建立以下两个方程：

（1）

I S i, t = β 0 + β 1 U i, t + β 2 U i, t 2 + ∑ k = 1 n α k X k i, t + θ i + ε i, t

（2）

I E i, t = β 0 + β 1 U i, t + β 2 U i, t 2 + ∑ k = 1 n α k X k i, t + θ i + ε i, t

式中：

I S i, t

表示第i省（直辖市/自治区）在第t年的城镇非正规经济产值占GDP的比重；

I E i, t

则表示城镇非正规就业占城镇就业的比重，分别代表非正规经济和就业的贡献；

U i, t

表示第i省第t年的城镇化水平，

U i, t 2

是第i省第t年城镇化水平的二次方；

X k i, t

代表一系列影响非正规经济（就业）的控制变量；

θ i

代表每个省的固定效应；

ε i, t

为纯随机误差项。

根据胡鞍钢等研究^[31]，非正规经济产值可通过非正规就业数乘以当期社会平均劳动生产率（等于GDP除以全社会就业人员数）得到，因此关键是估算非正规就业（IE）规模。根据上述定义，IE=IE₁+IE₂，其中，IE₁从各省统计年鉴获得，IE₂由以下方法估算：利用人口普查常表数据中的抽样城镇就业人口（e）除以抽样城市人口（p），得到的比值乘以总城镇人口（P），则可得到各省的总城镇就业人口（TE）。总城镇就业人口减去各省统计年鉴上的城镇就业人数（ES），得到未被统计的非正规就业数。用公式表达为：

I E 2 = T E - E S = P × e p - E S

城镇化水平U由人口普查中的城镇人口数除以总人口数得到。控制变量X的选取基于非正规经济理论。主要根据二元主义、新马克主义和新自由主义等理论视角，结合数据的可获取性，选取以下控制变量：人均GDP（X₁）、第一产业产值占GDP比重（X₂）、第三产业产值占GDP比重（X₃）、失业率（X₄）、外来人口比重（X₅）、进出口贸易额占GDP比重（X₆）、实际利用外商直接投资金额占GDP比重（X₇）、行政审批便捷度（X₈）、税外负担减轻指数（X₉）等（表1）。其中，变量X₅数据来自2000和2010年人口普查，变量X₈和X₉来自《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告》^[32]，其他变量数据来自中国统计年鉴、中国劳动统计年鉴和各省统计年鉴。各变量描述性统计结果见表2。

表1 控制变量的涵义

Tab.1 Theoretical basis and meaning of control variables

控制变量	涵义	预期关系
人均GDP（X₁）	衡量经济发展阶段的影响，X₁越高意味着正规经济越发达，非正规经济份额缩小	-
第一产业产值占GDP比重（X₂）	衡量经济非农化的影响，X₂越低意味着产业经济越发达，促进非正规部门的扩张	-
第三产业产值占GDP比重（X₃）	衡量经济结构的影响，X₃越高意味着经济结构向高级阶段演进，非正规经济份额减少	-
失业率（X₄）	衡量失业问题的影响，X₄越高意味着失业人口增加，非正规就业人口和非正规经济份额增加	+
外来人口比重（X₅）	衡量外来人口结构的影响，由于外来人口更容易缺失制度保护和受到就业歧视，X₅越高意味着更多人口从事非正规就业	+
进出口贸易额占GDP比重（X₆）	从国际贸易衡量经济全球化的影响，X₆越高意味着区域经济竞争力越强，非正规经济份额可能增加或减少，取决于正规和非正规经济联系的状况	+/-
实际利用外商直接投资金额占GDP比重（X₇）	从外国投资衡量经济全球化的影响，X₇越高意味着外资经济越发达，非正规经济份额可能增加或减少，取决于正规和非正规经济联系的状况	+/-
行政审批便捷度（X₈）	衡量行政管理制度的影响，X₈越大说明行政审批效率越高、制度成本越低，非正规经济份额减少	-
税外负担减轻指数（X₉）	衡量税收制度的影响，X₉越大说明税外负担成本越小，非正规经济份额减少	-

表2 变量描述性统计结果

Tab.2 Descriptive statistics of variables

变量	均值	标准差	最小值	最大值
IS：城镇非正规经济产值/GDP比重（%）	16.33	8.27	1.96	45.90
IE：城镇非正规就业/城镇就业比重（%）	39.40	13.23	5.59	66.04
U：城镇化率（%）	43.73	14.74	18.93	85.96
U²：城镇化率的平方	2 125.75	1 469.21	358.34	7 389.12
X₁：人均GDP（可比）（元）	15 196.98	11 282.14	2 742.00	53 089.00
X₂：一次产业产值占GDP比重（%）	14.86	7.37	0.88	37.91
X₃：三次产业产值占GDP比重（%）	38.94	7.09	28.60	75.10
X₄：失业率（%）	1.69	1.24	0.19	8.59
X₅：外来人口比重（%）	5.02	6.75	0.38	35.90
X₆：进出口贸易额占GDP比重（%）	26.77	36.38	3.68	165.72
X₇：实际利用外商直接投资金额占GDP比重（%）	2.39	2.26	0.00	9.67
X₈：行政审批便捷度	4.01	3.25	-12.95	9.89
X₉：税外负担减轻指数	9.83	4.86	0.00	15.80

注：1.失业率用当年就业转失业人数占城镇就业的比率衡量；2.由于《中国市场化指数》只提供1997—2009年的数据，X₈和X₉的2010年数据实际是2009年。

3 结果分析

3.1 中国城镇非正规经济的发展特征

3.1.1 非正规经济的就业贡献

基于人口普查数据的估算显示，2000—2010年中国城镇非正规就业的数量从1.01亿人增长至1.54亿人，占总城镇就业的比重由43.9%增长至44.7%（表3），成为与正规就业旗鼓相当的城镇就业方式。其中，未被统计的隐性就业是非正规就业的主体部分，2010年数量达到近1.1亿人，占非正规就业的比重为71.1%，达到总就业的近1/3。2000—2010年，中国城镇非正规就业的增速为4.3%，大于正规就业的增速，构成城镇就业增长的主要动力。期间城镇就业增量（1.14亿）的46%来自非正规就业，而非正规就业增量（0.53亿）的55%则来自未被统计的隐性就业增长。因此，流动摊贩、摩的载客、快递、家政服务等各类隐性就业对城镇就业增长和城镇化顺利进行具有重要的积极意义。

表3 中国城镇非正规就业的规模和变化

Tab.3 The development of urban informal employment in China

就业类型	2000年		2010年		年均增速（%）
就业类型	规模（百万人）	比重（%）	规模（百万人）	比重（%）	年均增速（%）
总城镇就业	230.6	100.0	344.5	100.0	4.1
城镇正规就业	129.3	56.1	190.4	55.3	3.9
城镇非正规就业	101.3	43.9	154.1	44.7	4.3
个体就业	20.9	9.1	44.6	12.9	7.9
隐性就业	80.4	34.8	109.5	31.8	3.1

3.1.2 非正规经济的经济贡献

假设非正规经济的劳动生产率等于社会平均劳动生产率，2000—2010年期间中国城镇非正规经济的产值从2.04万亿元增长至7.13万亿元，年均增速为13.3%，占GDP的比重由20.7上升至22.4%。欧洲经济与合作组织（OECD）估计，全世界有18亿人口从事着各种各样的非正规经济活动，生产的产值达到10万亿美元^[4]。按照2010年1美元等于6.622元人民币计算，中国城镇非正规经济产值占世界非正规经济的比重约为10.8%。

3.1.3 非正规经济和就业贡献与城镇化的关系

中国城镇非正规经济和就业发展存在明显的区域差异，2010年各省城镇非正经济产值占GDP比重在4.5%~38.8%之间，城镇非正规就业占城镇就业比重在7.2%~59.8%之间，总体上呈现东部地区较多、中西部地区较少的空间分异特征。图1和图2分别显示，城镇非正规经济和非正规就业份额与城镇化水平之间存在斜率逐渐变小的曲线关系，其中，非正规经济份额达到顶峰后趋于平稳，非正规就业份额达到顶峰后呈现下降态势。按照非正规经济与城镇化关系特点，可识别出两类区域：一类是城镇化上升、非正规经济和就业份额上升的区域，主要是中西部地区，也包括山东、天津等东部省市；另一类是城镇化上升、非正规经济和就业份额趋于平稳或下降的区域，主要是东部地区，包括广东、江苏、浙江、福建、上海、北京，也包括较发达的西部省市重庆。概言之，非正规经济和就业份额随着城镇化发展存在先增长、后下降的现象，即存在倒U型的关系，以下对这个关系进行计量模型检验。

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图1 中国城镇非正规经济份额与城镇化水平的关系

Fig.1 The relationship between urban informal economy and urbanization in China

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图2 中国城镇非正规就业份额与城镇化水平的关系

Fig.2 The relationship between urban informal employment and urbanization in China

3.2 非正规经济与城镇化关系检验

采用逐步回归方法，将所有控制变量按照经济发展阶段（X₁）、经济结构（X₂，X₃）、经济全球化（X₆，X₇）等经济变量、社会变量（X₄，X₅）和制度变量（X₈，X₉）逐个引入回归方程，结果均显示非正规经济产值与城镇化呈显著的正相关关系，与城镇化的二次方呈显著的负相关关系（表4），表明非正规经济与城镇化发展存在倒U型关系，即非正规经济产值在整体经济的贡献比重随城镇化水平上升呈现先增大、后减小的态势。

表4 非正规经济产值与城镇化倒U型关系的检验结果

Tab.4 The test result of the inverse-U relationship between informal economy and urbanization

变量	（1）	（2）	（3）	（4）	（5）	（6）
城镇化	1.473^***（3.41）	2.094^***（4.10）	2.183^***（3.72）	2.346^***（3.94）	2.300^***（3.42）	2.546^***（3.33）
城镇化的平方	-0.0136^**（-2.71）	-0.0273^***（-3.31）	-0.0283^***（-3.44）	-0.0281^***（-3.40）	-0.0272^***（-2.92）	-0.0291^**（-2.83）
人均GDP		0.000480^*（2.03）	0.000630^***（2.81）	0.000531^**（2.41）	0.000347（1.38）	0.000380（1.47）
一次产业产值占GDP比重			0.218（0.80）	0.289（1.12）	0.113（0.41）	0.281（0.87）
三次产业产值占GDP比重			-0.571^**（-2.55）	-0.496^**（-2.28）	-0.534^**（-2.28）	-0.543^**（-2.26）
进出口贸易额占GDP比重				-0.198^**（-2.14）	-0.188^**（-2.05）	-0.174^**（-1.84）
实际利用FDI占GDP比重				0.531（1.02）	0.0595（0.10）	0.0279（0.04）
外来人口比重					0.267（0.57）	0.368（0.75）
失业率					1.315（1.60）	1.399（1.65）
行政审批便捷度						-0.399（-1.01）
税外负担减轻指数						-0.0363（-0.58）
R-squared	0.396	0.476	0.622	0.691	0.726	0.744
F-test	9.182	8.188	8.218	7.343	6.191	5.016

注：^*p<0.1，^**p<0.05，^***p<0.01。表5同。

模型显示，非正规经济产值份额与人均GDP呈显著的正相关关系，与二元主义的预期不一致。这可能有两个原因：一是伴随人均GDP增长，中国非正规经济生产力从社会平均劳动生产率的提升中获得较高幅度的提高；二是表明中国正规经济与非正规经济有更强的联系，因此当正规经济伴随人均GDP增长而扩大时，非正规经济亦得到快速增长。非正规经济产值贡献与第三产业比重呈现显著的负相关关系，表明随着经济结构的高级化（现代服务业的发展），非正规经济在整体经济的比重将趋于下降。非正规经济产值贡献与进出口贸易水平存在显著的负相关关系，表明随着经济全球化发展和区域经济全球竞争力提升，非正规经济的作用趋于减弱。综合来看，这些结果部分解释了非正规经济与城镇化倒U型关系的机制，即在城镇化开始阶段，伴随工业经济规模扩大，非正规经济迅速扩张，在整体经济的比重不断上升；伴随工业化和城镇化发展，产业结构得到升级、经济竞争力得到增强，以资本、技术密集型为主的正规经济发挥主导作用，非正规经济在整体经济中的份额开始下降。因此，在不同城镇化阶段，非正规经济对经济增长具有不同的作用，这符合现有文献所揭示的在不同国家和地区非正规经济对经济增长的效应存在差别的结果^[33-34]。

按照新马克思主义对非正规经济发展的解释，外资经济的增长会导致非正规经济的扩张，因为外资企业通过分包、外包生产模式会促进本地非正规工厂和非正规雇佣就业的增长。但本文模型显示，FDI占GDP比重没有通过显著性检验，表明在总体上外资并非促进中国城镇非正规经济增长的显著因素，例如，在实际利用FDI相对较少的内陆省份，非正规经济同样经历明显增长。外来人口因素未通过显著检验，表明劳动者从事非正规经济的概率与其是否为外地人不存在显著性关联。这可能与中国国有企业改革的背景有关系，因为国企改革产生的大部分本地下岗工人通过非正规经济实现了再就业^[35]，本地人口与外来人口共同构成城镇非正规就业的主体。失业率越高、非正规经济规模越大的关系亦未通过显著检验，这可能与本文采用社会平均劳动生产率来估计非正规经济产值有关系——经济产值不仅受就业规模影响，也受到劳动生产率影响。

根据新自由主义理论，行政审批便捷、税外负担减少会降低企业进行非正规经营的动机，从而减少非正规经济，但该关系在本模型没有通过显著检验。这可能有两个原因：一是制度成本降低与非正规经济之间的相关关系不确定或受到其他因素的干扰，如有学者对奥地利的研究发现，简化的税收管制体系会导致非正规部门的增加^[36]，而对乌克兰的研究发现，强化的税收体系也会促使非正规部门增加^[37]；二是本文考察的时段可能不足以观测到制度变化对非正规经济所产生的缓慢影响。

3.3 非正规就业与城镇化关系检验

采用相同的回归方法对非正规就业与城镇化的关系进行检验，结果显示，非正规就业比重与城镇化呈显著的正相关关系，与城镇化的二次方呈显著的负相关关系（表5），表明非正规就业与城镇化发展存在倒U型曲线关系，即非正规就业对城镇就业的贡献呈现随城镇化的发展经历先增大、后减小的态势。这表明，虽然非正规部门比正规部门具有更强的就业创造能力，但这种能力与城镇化的发展阶段有关系。在城镇化初始阶段，城镇非正规部门相对于正规部门吸收了更多的农村剩余劳动力，而随着城镇化水平的提升，现代正规部门在技术进步的推动下得到快速扩张。现代经济的发展一方面使农业得到发展，从而减少农村劳动力向城镇非正规部门的流动，另一方面吸收部分非正规劳动力，减缓非正规就业扩张的速度。

模型显示，当城镇化发展到一定程度后，产业结构的高端化（三次产业占GDP比重的上升）和地方经济全球竞争力的提升（进出口贸易占GDP比重的上升）促使非正规就业份额的减少（表5）。但这个过程同时受到失业问题的影响。失业率与非正规就业份额存在显著的正相关关系，表明失业率上升会带来非正规就业的增长。换言之，一旦爆发严重的经济危机，非正规就业将可能在短期内出现反弹式的快速增长。

表5 非正规就业规模与城镇化倒U型关系的检验结果

Tab.5 The test result of the inverse-U relationship between informal employment and urbanization

变量	（1）	（2）	（3）	（4）	（5）	（6）
城镇化	2.475^***（2.97）	3.129^***（3.01）	3.838^***（3.10）	4.561^***（3.68）	4.623^***（3.54）	4.664^***（3.04）
城镇化的平方	-0.0247^**（-2.56）	-0.0392^**（-2.33）	-0.0466^**（-2.68）	-0.0513^***（-2.99）	-0.0514^***（-2.85）	-0.0516^**（-2.51）
人均GDP		0.000506（1.05）	0.000869^*（1.84）	0.000747（1.63）	0.000177（0.36）	0.000182（0.35）
一次产业产值占GDP比重			0.769（1.34）	0.955^*（1.77）	0.422（0.78）	0.468（0.72）
三次产业产值占GDP比重			-0.820^*（-1.74）	-0.740（-1.64）	-0.907^*（-1.99）	-0.910^**（-1.89）
进出口贸易额占GDP比重				-0.471^**（-2.44）	-0.435^**（-2.43）	-0.431^**（-2.27）
实际利用FDI占GDP比重				0.234（0.22）	-1.247（-1.05）	-1.243（-0.97）
外来人口比重					1.037（1.14）	1.058（1.08）
失业率					3.957^**（2.48）	3.968^**（2.33）
行政审批便捷度						-0.114（-0.14）
税外负担减轻指数						-0.00495（-0.04）
R-squared	0.278	0.306	0.461	0.572	0.670	0.670
F-test	5.381	3.973	4.274	4.386	4.733	3.510

影响非正规就业和城镇化关系的另一重要因素是近年来迅速增长的劳务派遣和临时工就业，即国际学界所称的工作不稳定化（precarious），正在成为非正规就业增长的新来源^[38]。这是一个全球性现象和趋势，因为不稳定工作的增长是全球资本主义经济进入弹性积累模式的结构性产物。在中国，受全球市场波动、劳动力成本上升、生产订单不稳定等因素的影响，许多企业选择以临时工、派遣工的方式雇佣劳动力，这样既可绕开劳动法规定的社会保障支出，也可根据生产任务随时调整劳动力规模，从而降低或更有效地控制劳动成本。全球工作的不稳定化如何影响非正规就业的扩张及其与城镇化的关系有待于进一步研究。

4 结论与展望

非正规经济已成为世界城镇化发展最引人注目的现象之一，它与气候变化、资源枯竭、快速城镇化和贫困一起被联合国人居组织列为21世纪城市面临的五大议题^[39]。在中国，伴随快速的经济增长和工业化进程，城镇非正规就业迅速扩张，规模达到1.5亿人，经济产值占GDP比重达到22%，其中未被统计的隐性就业达1亿人，占总城镇就业的1/3。非正规经济是中国快速城镇化进程中不可忽视的一个积极因素，发展非正规就业将有助于缓解就业不足和贫困问题，保障城镇化发展的稳定。

基于非正规经济理论和实证检验，本文认为非正规经济和就业发挥的作用与城镇化水平存在倒U型关系。在城镇化初始阶段，非正规经济和就业随着城镇化和工业化的进行迅速扩张，在经济系统所占的份额不断上升。城镇化发展至某一水平之后，随着经济结构的高端化和经济竞争力的增强，正规经济快速扩张，非正规经济的扩张速度减缓，在经济系统所占比重出现下降。简言之，非正规经济的扩张和贡献随城镇化进程存在先增长、后减慢的过程和态势。这个结论对认识城镇化的非正规经济动力具有补充意义，因为我国区域间经济发展和城镇化水平差异大，意味着非正规经济在不同区域发挥不同程度的作用，应当采取不同侧重的战略应对。对于处于城镇化初中期的区域，由于经济增长不能吸收大量流入的农村剩余劳动力，应当对非正规经济给予一定扶持，发挥非正规经济创造就业机会、缓解贫困、降低工业化成本的作用。如可通过降低制度门槛、给予税收优惠、加强经营监管的措施，激发非正规经济的市场活力，促使非正规经济与正规经济协调发展。对于处于城镇化后期的区域，由于工业化和城市发展已达到较高水平，非正规经济对整体经济的作用减弱，应重点致力于优化产业结构，提升正规经济竞争力和技术创新，促进非正规经济的升级，从而推动整体经济的创新驱动转型。值得注意的是，非正规经济内部异质性强，相关政策应考虑不同非正规经济的特点和需求，建立有助于非正规经济良好发展的调节机制^[40-41]。

关于非正规经济与城镇化之间的关系还有许多问题值得探讨。首先，如何更有效地估计非正规经济仍是一个亟待改进的方法问题，特别是需要获得时间上连续、空间尺度更细的估计数据。其次，本文未能揭示非正规经济份额开始减少的城镇化水平节点，未来需要探索建立新的计量模型，为非正规经济与城镇化的关系变化提供准确的判断。最后，需要对影响非正规经济/就业的规模和结构变化的因素开展深入研究。伴随经济和城镇化发展，导致非正规经济增加和减少的因素并存，虽然非正规经济在整体经济系统的份额趋于减少，但不宜像二元主义理论那样武断地认为会消失，因为非正规经济与当今资本主义经济存在结构性的关联，新的经济模式正在产生新的非正规经济增长来源。关于非正规经济的发展动态及与城镇化、工业化和全球化的关系需要更多理论和实证研究。

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